(OORZAAK) Bidirectionele associaties tussen zelfgerapporteerde gamingsstoornis en volwassen aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit: bewijs van een steekproef van jonge Zwitserse mannen (2018)

Voorkant. Psychiatry, 11 December 2018 | https://doi.org/10.3389/fpsyt.2018.00649

Simon Marmet1*, Joseph Studer1, Véronique S. Grazioli1 en Gerhard Gmel1,2,3,4

  • 1Alcoholbehandelingscentrum, Universitair Ziekenhuis Lausanne / CHUV, Lausanne, Zwitserland
  • 2Verslaving Zwitserland, Lausanne, Zwitserland
  • 3Centrum voor Verslaving en Geestelijke Gezondheid, Toronto, ON, Canada
  • 4Department of Health and Social Sciences, University of the West of England, Frenchay, Bristol, Verenigd Koninkrijk

Achtergrond: Gaming-stoornis (GD) is aangetoond naast co-optreden met aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit (ADHD), maar tot op heden hebben weinig studies hun longitudinale associaties onderzocht.

Werkwijze: De steekproef omvatte 5,067 jonge Zwitserse mannen (gemiddelde leeftijd was 20 jaar bij golf 1 en 25 jaar bij golf 3). De metingen waren de Game Addiction Scale en de Adult ADHD Self-Report Scale (6-item screener). Longitudinale associaties werden getest met behulp van autoregressieve cross-lagged-modellen voor binaire metingen van GD en ADHD, evenals continue metingen voor de GD-score en ADHD-subschalen van onoplettendheid en hyperactiviteit.

Resultaten: ADHD op 20-leeftijd verhoogde het risico voor GD op 25-leeftijd (probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003). GD op 20-leeftijd verhoogde ook het risico op ADHD bij golf 3 (probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011). Alleen de subschaal ADHD-onoplettendheid vertoonde een bidirectionele longitudinale relatie met de GD-score (gestandaardiseerde bèta van onoplettendheid op de leeftijd 20 tot GD-score op 25-leeftijd: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; van GD-score op 20-jarige leeftijd tot onoplettendheid op 25-jarige leeftijd: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002), terwijl associaties tussen de subscale hyperactiviteit en GD niet significant waren.

Discussie: GD had bidirectionele longitudinale associaties met ADHD, in die zin dat ADHD het risico verhoogde voor GD en GD het risico op ADHD verhoogde, en ze kunnen elkaar versterken. Deze associaties kunnen meer worden gekoppeld aan de onoplettend ADHD-component dan aan de ADHD-component met hyperactiviteit. Personen met ADHD of GD moeten worden gescreend op de andere stoornis en preventieve maatregelen voor GD moeten worden geëvalueerd bij personen met ADHD.

Introductie

Gaming Disorder

Videogames is een veel voorkomende activiteit onder jonge mannen. Hoewel gamen voor de meeste mensen een probleemloze vrijetijdsactiviteit is, zoals vele anderen (1), het veroorzaakt sommigen problemen, uiteindelijk resulterend in een gokverslaving (GD), waarvoor de prevalentieschattingen in Europese adolescente nationale representatieve algemene bevolkingsenquêtes uiteenlopen van ongeveer 1 tot 5% (2-4). De prevalentiepercentages kunnen hoger zijn in Aziatische landen (4, 5). GD komt vaker voor in jongere leeftijdsgroepen en mannen (3, 4, 6). GD is gedefinieerd als een buitensporig en dwangmatig gebruik van videospellen resulterend in sociale en / of emotionele problemen (7). Het is ook in verband gebracht met verschillende psychische problemen, zoals depressie, aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit (ADHD), angst en sociale fobie / angst (8, 9). Er is enige controverse over de vraag of GD moet worden geëtiketteerd als een gedragsmatige (dat wil zeggen, niet-substantie) verslaving / stoornis (10-12). Het is niet als zodanig opgenomen in de huidige vijfde editie van de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5) (13). Een GD-subtype, namelijk internetgaming-stoornis, wordt echter overwogen voor opname als een psychiatrische stoornis in de DSM-5. GD is ook niet opgenomen in de huidige internationale classificatie van ziekten (ICD-10), maar het zal worden opgenomen als "spelstoornis" in de komende ICD-11 (14), zonder het voorvoegsel "internet", in tegenstelling tot DSM-5. Er zijn verschillende termen in gebruik voor "gamediscriminatie", met name "gameverslaving" of "problematisch gokken." De term "gokverslaving" wordt hier gebruikt omdat het gebruik ervan in de DSM-5 en ICD-11 waarschijnlijk de meest voorkomende is. populaire term in de toekomst. De huidige studie onderzoekt longitudinaal hoe GD wordt geassocieerd met een andere veel voorkomende aandoening bij jonge mannen, namelijk ADHD.

Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD)

ADHD is geclassificeerd als een neurologische aandoening. Het wordt gekenmerkt door twee componenten: onoplettendheid (bijvoorbeeld vaak afgeleid) en hyperactiviteit (bijvoorbeeld een drang om te bewegen) (13). Prevalentie van ADHD bij kinderen in de schoolgaande leeftijd varieert van ongeveer 5 tot 7% (15). Studies hebben echter aangetoond dat de symptomen van ADHD tot in de volwassenheid kunnen aanhouden in ongeveer een tot twee derde van de gevallen en dat ADHD mogelijk tot 2.5 tot 5% van de algemene bevolking kan beïnvloeden (15). Onbehandeld, ADHD is geassocieerd met gedrags-, emotionele, sociale, academische en beroepsproblemen (15). Verder bleek ADHD ook gerelateerd te zijn aan psychische problemen en verslavende aandoeningen (16-20), maar ook met een lagere levenssatisfactie (21).

ADHD en Gaming

Er is relatief weinig onderzoek gedaan naar het verband tussen GD en ADHD. Dit komt deels omdat voordat de DSM-5 internet GD als een voorwaarde voor verdere studie bevatte, in 2013 internet GD vaak samen met internetverslaving werd bestudeerd en pas daarna als een onafhankelijke voorwaarde (22). In een recent overzicht, González-Bueso en Santamaría (8) identificeerde acht studies die specifiek het verband tussen internetgaming en ADHD onderzochten, waarvan zeven (85%) een significante associatie rapporteerden, waarvan vier een grote effectgrootte rapporteerden (OR ≥ 4.25). Het enige longitudinale onderzoek (23) die in hun beoordeling is opgenomen, meldde geen verband tussen GD en ADHD. Een eerdere beoordeling vond ook deze associaties (22). Een recentere longitudinale studie van een steekproef van adolescenten (waarbij adolescenten met een hoog risico op overcomplete GD), niet opgenomen in de bovenstaande beoordelingen, ontdekte dat oudergemelde hyperactiviteit / onoplettendheid zelf gerapporteerd internet GD 1 voorspelde jaar later, maar zelf -gerapporteerd internet GD voorspelde niet significant ouder-gerapporteerde hyperactiviteit / onoplettendheid 1 jaar later (24).

Met betrekking tot associaties met ADHD's onoplettendheid en hyperactiviteit subschalen, meldde een andere recente studie dat aandachtsproblemen (alleen de onoplettendheid subschaal werd gemeten) bij adolescenten internet GD 1 jaar later voorspelden (25). Een cross-sectionele studie van 205 volwassenen vond ook dat GD alleen verband hield met de onoplettendheidssubschaal van ADHD en niet met de subschaal hyperactiviteit (26). Een studie bij jonge kinderen daarentegen (27) ontdekte dat de subschaal van onoplettendheid sterker geassocieerd was met GD bij meisjes, terwijl de subscale hyperactiviteit sterker geassocieerd was met GD bij jongens.

Verschillende theorieën zijn voorgesteld voor de link tussen ADHD en GD. Het "optimale stimulatiemodel" stelt bijvoorbeeld voor dat personen met ADHD een hogere drempel hebben om een ​​aangenaam niveau van opwinding te bereiken, en de snelle visuele en akoestische stimulaties in computerspellen die snelle motorische reacties vereisen, kunnen een manier zijn om dit niveau te bereiken (27). Een andere theorie, de 'delay aversion theory', suggereert dat individuen met ADHD kleinere directe beloningen prefereren boven grotere vertraagde beloningen, en computergames kunnen dergelijke onmiddellijke en continue beloningen bieden (27). Bovendien kunnen personen met ADHD lijden aan een beloningsdeficiëntiesyndroom met tekortkomingen in dopamine-neurotransmissie: videogames die resulteren in een significante dopamine-afgifte kunnen daarom een ​​manier zijn om met dit beloningsgebrek om te gaan (28). Hetzelfde mechanisme kan ook de hoge comorbiditeit tussen ADHD en middelengebruiksstoornissen (SUD's) verklaren. Panagiotidi (26) stelde ook voor dat gamen de visuele aandacht zou kunnen verbeteren, wat meestal verstoord is bij personen met ADHD, die daarom mogelijk gamen als middel om dit tekort tegen te gaan. Inderdaad, een recente evaluatie (3) vonden een verband tussen video-gaming en visuele aandacht, maar deze associatie was vrij klein en er moet nog een oorzakelijk verband worden vastgesteld. Hoewel er enkele theorieën zijn die het verband tussen GD en ADHD verklaren, ontbreekt het momenteel aan empirisch bewijs dat deze theorieën ondersteunt, en het blijft mogelijk dat er geen oorzakelijk verband is tussen ADHD en GD.

De meeste verklaringen en onderzoeken hebben zich geconcentreerd op hoe ADHD tot GD leidt, hoewel er ook enkele verklaringen zijn gegeven voor een relatie in de andere richting. Met name kunnen ADHD-symptomen gaming aantrekkelijker maken, terwijl verhoogd gamen op zijn beurt de ADHD-symptomen kan verergeren "door een activiteit te bieden die voortdurend de exacte ontremming, snelle respons, behoefte aan onmiddellijke beloning en onoplettendheid die gebieden van zorg zijn, versterkt." (29). Een onderzoek onder kinderen en adolescenten (30) toonde aan dat grotere blootstelling aan televisie en videogames (uren besteed aan het spelen of televisiekijken) gepaard ging met meer aandachtsproblemen 13 maanden later, zelfs als het werd gecontroleerd op eerdere aandachtsproblemen. Een andere studie (31) vonden zelfs bidirectionele associaties tussen blootstelling aan videogames en aandachtsproblemen, wat suggereert dat kinderen met aandachtsproblemen mogelijk meer tijd besteden aan spelen, wat hun daaropvolgende aandachtsproblemen kan vergroten. De auteurs suggereerden ook dat elektronische schermmedia, bijv. Videogames, vooral die met geweld, zeer opwindend kunnen zijn en na verloop van tijd de drempel van een individu voor een gewenst niveau van stimulatie verhogen, wat vervolgens kan leiden tot problemen om zich te concentreren op minder opwindende activiteiten. zoals werk of studie (de "opwinding hypothese") (31). Een alternatieve hypothese, de 'verplaatsingshypothese', gaat ervan uit dat individuen die veel tijd besteden aan het spelen van games, minder tijd besteden aan cognitief en fysiek meer geschikte activiteiten die hun focusvermogen kunnen verbeteren (27, 31).

Doelstellingen

Deze studie had tot doel de associatie tussen GD en ADHD opnieuw te onderzoeken in een longitudinale steekproef van jonge Zwitserse mannen. We onderzochten eerst of onze gegevens cross-sectionele associaties tussen GD en ADHD en de ADHD-subschalen van onoplettendheid en hyperactiviteit bevestigden. In een tweede stap hebben we de longitudinale associaties tussen GD en ADHD getest met behulp van een autoregressief cross-lagged (ARCL) -model. Het model onderzocht of ADHD op 20-jarige leeftijd geassocieerd was met GD op 25-jarige leeftijd, of GD op 20-jarige leeftijd geassocieerd was met ADHD op 25-jarige leeftijd, of dat er bidirectionele associaties waren tussen GD en ADHD. We hebben GD ook getest op longitudinale associaties met ADHD's onoplettendheid en hyperactiviteit subschalen. In een derde stap hebben we getest of deelnemers met ADHD en GD in wave 1 (ongeveer 20 jaar oud) slechtere resultaten hadden met beide aandoeningen in wave 3 (ongeveer 25 jaar oud) dan deelnemers met alleen GD of ADHD, zoals evenals verschillende andere resultaten die mogelijk verband houden met ADHD of GD, namelijk ernstige depressie, geestelijke gezondheid, tevredenheid met het leven en slechte prestaties op het werk of op school.

Methoden

Voorbeeld van een

Het monster komt voort uit de Cohort-studie over middelengebruiksrisicofactoren (C-SURF; www.c-surf.ch). Deze studie volgt een groot aantal jonge Zwitserse mannen gerekruteerd in hun late adolescentie tot hun volwassenheid, met meetpunten op de leeftijd van ongeveer 20, 21 en 25 jaar, met meer meetgolven in de planning. Het hoofddoel van het onderzoek is het evalueren van patronen, trajecten en bijbehorende risico- of beschermende factoren van middelengebruik en niet-substantie gerelateerd gedrag bij deze jonge mannen (32, 33).

De inschrijving voor de basisevaluatie vond plaats tussen augustus 2010 en november 2011 in drie van de zes nationale rekruteringscentra van het Zwitserse leger, gelegen in Lausanne, Windisch en Mels (met betrekking tot 21 uit 26 Zwitserse kantons), tijdens de aanwervingsprocedure voor militaire dienst. Deze procedures zijn verplicht voor alle jonge Zwitserse mannen op ongeveer de leeftijd van 20, daarom heeft de bemonstering bij deze gelegenheid het voordeel dat ze de meeste jonge mannen van dat cohort dekken. Antwoorden op vragenlijsten waren onafhankelijk van de procedures van het leger, aangezien particulieren privé thuis reageerden en de vertrouwelijkheid van het leger was gewaarborgd. Deelnemers konden kiezen tussen papieren vragenlijsten per mail of online vragenlijsten die toegankelijk waren via een link die per e-mail werd verzonden. Een totaal van 13,237 van jonge mannen is gevraagd deel te nemen aan de studie en 7,556 heeft uiteindelijk schriftelijk toestemming gegeven om deel te nemen aan de studie, waarvan 5,987 de basislijnvragenlijst retourneerde (wave 1) en 5,516 de tweede follow-upvragenlijst retourneerde ( wave 3) tussen april 2016 en maart 2018. Om de responsratio te verhogen, werden deelnemers die de vragenlijst niet beantwoordden na standaardherinneringen aangemoedigd door getrainde interviewers om via telefoontjes deel te nemen (33).

De huidige studie omvat alle deelnemers aan 5,125 (85.6% retentietempo) die reageerden op de baseline en tweede vervolgvragenlijsten. Daarvan waren 58 (1.1%) deelnemers met ontbrekende waarden voor GD of ADHD in golven 1 of 3 uitgesloten, waardoor 5,067-deelnemers deel uitmaakten van onze huidige analyse. Deelnemers ontvingen vouchers (50 CHF per vragenlijst) als compensatie voor hun inspanningen. Gegevens van wave 2 werden niet gebruikt (behalve voor het berekenen van ontbrekende waarden, zie gedeelte statistische analyse) omdat de maat voor ADHD alleen was opgenomen in 1- en 3-golven. Het onderzoeksprotocol werd goedgekeurd door het Human Research Ethics Committee van het kanton Vaud (protocol nr. 15 / 07).

Maatregelen

Gaming Disorder and ADHD

Gaming disorder

Gaming disorder (GD, laatste 6 maanden) werd gemeten met behulp van de Game Addiction Scale (GAS) (7), die voor deze studie in het Duits en het Frans is vertaald. De schaal bestaat uit zeven Likert-achtige items met vijf responsopties variërend van 0 (nooit) naar 4 (heel vaak) en deelnemers die op ten minste drie items hebben gereageerd met een score van ten minste 2 (soms) werden gedefinieerd als het presenteren van GD, zoals gesuggereerd door Lemmens en Valkenburg (7). Bovendien werd een continue score als de som van de zeven items gebruikt (variërend van 0 tot 28). De formulering van het GAS veranderde enigszins tussen wave 1 en wave 3. In wave 1 omvatte de formulering, naast gaming, de tijd die op het internet werd doorgebracht (bijv .: "Heb je het gevoel dat je van streek was toen je niet kon spelen of om tijd door te brengen op internet?“; cursief gedeelte werd toegevoegd en verschilde van de oorspronkelijke tekst van het GAS). Dit is gedaan, omdat op het moment dat de vragenlijst voor wave 1 werd ontwikkeld, gedacht werd dat veel games internetactiviteiten inhouden en dat GD mogelijk onmogelijk is zonder tijd te besteden op het internet (online games). Na de DSM-5 (13), uitgebracht in 2013, inclusief internet GD als voorwaarde voor verder onderzoek, werd het duidelijk dat gaming vervolgens duidelijk moet worden gemeten en niet moet worden gemengd met de tijd die op internet wordt doorgebracht, en de originele Game Addiction Scale (zonder verwijzing naar internet in de formulering van de vragen) werd daarom gebruikt in golf 3. Om rekening te houden met de verschillen in bewoording van de GAS in golf 1 en golf 3, om de vergelijkbaarheid tussen golven te verbeteren en om vals-positieven te verminderen, werden de GD-scores van deelnemers die dat wel deden niet ten minste wekelijks games spelen (en daarom mogelijk een GAS-score hebben vanwege niet-gaminggerelateerd internetgebruik) werden in beide golven op 0 gezet. Cronbach's Alpha voor de GAS-schaal was 0.895 in golf 1 en 0.868 in golf 3.

Stoornis met hyperactiviteit bij volwassenen

Aandachtstekortstoornis met volwassen aandacht (ADHD, laatste 12 maanden) werd gemeten met behulp van de zesdelige screenerversie van de Adult ADHD Self-Report Scale (ASRS-v1.1) (34) ontwikkeld door de Wereldgezondheidsorganisatie (WHO) en gebaseerd op de diagnostische criteria van DSM-IV (35). Vier items beoordeelden de subschaal ADHD onoplettendheid en twee items beoordeelden de subscale hyperactiviteit (zie tabel 2). Responsopties waren op een vijfpunts Likert-schaal, variërend van 0 (nooit) naar 4 (heel vaak). Voor het bouwen van een binaire maatstaf voor ADHD werden items gedichotomiseerd - tenminste 2 (soms) voor de eerste drie items en ten minste 3 (vaak) voor de laatste drie items - en ADHD werd gedefinieerd als de aanwezigheid van ten minste 4-symptomen zoals gesuggereerd door de auteurs van de schaal (34). Voor analyse met betrekking tot de continue ADHD-subschalen van onoplettendheid en hyperactiviteit, werd het gemiddelde van de Likert-schaalitems (met waarden variërend van 0 tot 4) berekend. Cronbach's Alpha voor de ADHD-schaal was 0.798 in golf 1 en 0.778 in golf 3.

Stofgebruik Disorderschalen

Stoornis over alcoholgebruik

Alcoholgebruiksstoornis (AUD, laatste 12 maanden) werd gemeten met 12 items voor de 11 DSM-5 criteria (13, 36, 37) voor AUD in een ja / nee-indeling. De DSM-5 gematigde (4+) cut-off werd gebruikt om AUD te definiëren. Cronbach's Alpha voor de AUD-schaal was 0.729 in golf 1 en 0.696 in golf 3.

Cannabisgebruiksstoornis

Cannabisgebruiksstoornis (laatste 12 maanden) werd gemeten met behulp van de herziene versie van de Cannabis Use Disorder Identification Test [CUDIT-R; (38), gebaseerd op (39)]. De test bestaat uit 8 vijfpunts Likert-achtige items, variërend van 0 (nooit) naar 4 (dagelijks of bijna dagelijks), een maat voor de frequentie van cannabisgebruik variërend van 1 (maandelijks of minder vaak) tot 4 (vier of meer keer per week), en één item met twee antwoordopties, 0 (cannabis roken voor de lol) of 4 (cannabis roken uit gewoonte). Een cut-off van 8 van de 40 mogelijke punten werd gebruikt om de stoornis in cannabisgebruik te definiëren. Cronbach's Alpha voor de schaal van de cannabisgebruiksstoornis was 0.894 in golf 1 en 0.906 in golf 3.

Tabaksgebruikstoornis

De tabaksgebruiksstoornis (laatste 12 maanden) werd beoordeeld aan de hand van zes items uit de Fagerström-test voor nicotineafhankelijkheid (FTND (40). Een cut-off van 3 van de 10 mogelijke punten werd gebruikt om een ​​tabaksgebruiksstoornis te definiëren. Cronbach's Alpha voor de schaal van de tabaksgebruiksstoornis was 0.719 in golf 1 en 0.702 in golf 3.

Grote depressie en geestelijke gezondheid

Symptomen van ernstige depressie

Symptomen van ernstige depressie in de afgelopen 2 weken werden gemeten met behulp van de WHO's Major Depressive Inventory (41), bestaande uit 12 zespunts Likert-achtige statements met 10-criteria en variërend van 0 (nooit) naar 5 (altijd); twee criteria werden beoordeeld met elk twee uitspraken, waarbij alleen de hoogste waarde van de twee uitspraken werd gebruikt voor de somscore. Bij deze analyse is gebruik gemaakt van de som van de criteriascores, variërend van 0 tot 50. Cronbach's Alpha voor de grote depressieschaal was 0.889 in golf 1 en 0.888 in golf 3.

Mentale gezondheid

Geestelijke gezondheid werd beoordeeld met behulp van het Medical Outcomes Study 12-Item Short Form Survey Instrument, v2 (SF-12) (42). De samenvattingen van mentale componenten werden lineair getransformeerd in op norm gebaseerde scores (gemiddelde = 50; SD = 10). Cronbach's Alpha voor de SF-12 geestelijke gezondheidsschaal was 0.772 in golf 1 en 0.790 in golf 3.

Levenstevredenheid en slechte prestaties op het werk / school

Levensvoldoening

Levensvreugde werd gemeten met behulp van de Satisfaction with Life Scale (43), bestaande uit vijf items met zeven responsopties variërend van 1 (zeer oneens) naar 7 (sterk mee eens). Voor de analyse is de som van de items (variërend van 5 tot 35) berekend. Cronbach's Alpha voor de levenstevredenheidsschaal was 0.772 in golf 3. Levenstevredenheid werd niet gemeten in golf 1.

Slechte prestaties op het werk / school

Slechte prestaties op het werk / school werden gemeten in wave 1 en golfen 3 met behulp van een enkele vraag die de deelnemers vroeg of ze slecht hadden gepresteerd op school of op het werk, of achterliepen met werk, in de afgelopen 12 maanden. Responsopties waren van nooit naar 10 of vaker. Deze vraag is overgenomen uit de ESPAD-enquête (44).

Voor alle gebruikte schalen werden ontbrekende waarden op afzonderlijke items vervangen door het schaalgemiddelde. Als meer dan 20% van de items op de schaal ontbrak, werd de schaal als ontbrekend beschouwd.

Statistische analyse

Beschrijvende statistiek werd berekend en veranderingen in prevalenties van GD en ADHD tussen basislijn (golf 1) en de tweede follow-up (golf 3) werden getest met behulp van McNemar chikwadraattests. Cross-sectionele verschillen tussen deelnemers met en zonder GD werden getest met behulp van logistische regressies. Alle regressies werden aangepast voor leeftijd en taalgebied. Beschrijvende statistiek en gegevensvoorbereiding werden gedaan met behulp van SPSS 25. Voor het testen van longitudinale associaties tussen GD en ADHD werden ARCL-modellen geschat met behulp van MPLUS 8.0 (45). ARCL's zijn een vorm van structuurvergelijkingsmodellering die vaak wordt gebruikt voor het beschrijven van ontwikkelingsprocessen tussen twee (of meer) constructen over meerdere tijdspunten [voor een overzicht, zie (46)]. Onze belangrijkste interesses waren de cross-lagged-paden die het longitudinale effect van GD vertegenwoordigen op 20-leeftijd op ADHD op 25-leeftijd, en van ADHD op 20-leeftijd op GD op 25-leeftijd, rekening houdend met de autocorrelatie van hetzelfde construct in de tijdspunten en de transversale correlatie tussen verschillende constructies op hetzelfde tijdstip. Voor de binaire metingen van GD en ADHD werd de ARCL geschat met behulp van de gewogen minst-vierkant-gemiddelde en variantie-gecorrigeerde (WLSMV) schatter, die terugkeert voor binaire variabelen probit-regressiecoëfficiënten. Met de WLSMV-schatter kan de correlatie tussen de variabelen op hetzelfde tijdstip direct worden gemodelleerd. Voor extra gemak van interpretatie werden probitcoëfficiënten getransformeerd in OR-equivalenten. OR's kunnen worden geschat door probitcoëfficiënten te vermenigvuldigen met de standaardafwijking van de logistieke verdeling [(Π2 / 3) ------ √

= 1.81] en vervolgens de exponentiële functie van de resulterende coëfficiënt (47). Voor de ARCL tussen de continue GD-score en de ADHD-subschattingen onoplettendheid en hyperactiviteit, hebben we de Robust Maximum-Likelihood Schatting (MLR) gebruikt, die robuust is voor scheefheid in de uitkomstvariabelen. In een derde stap hebben we onderzocht of deelnemers met zowel GD als ADHD bij golf 1 een slechtere situatie hadden met betrekking tot GD, ADHD, ernstige depressie, geestelijke gezondheid, tevredenheid met het leven en slechte prestaties op het werk of op school bij golf 3 dan deelnemers met geen van beiden GD noch ADHD, of alleen met GD of met ADHD. Verschillen tussen deze groepen werden ook getest met behulp van logistische regressies voor binaire uitkomsten, met ordinale regressies voor ordinale resultaten (slechte prestaties op het werk of op school) en met lineaire regressie voor continue uitkomsten (schaalscores). Regressies voor ernstige depressie, mentale gezondheid en slechte prestaties op het werk of op school werden gecorrigeerd voor hun respectievelijke basiswaarden (op 20-leeftijd). Basiswaarden waren niet beschikbaar voor tevredenheid over het leven.

Aangezien SUD's geassocieerd zijn met ADHD, bijvoorbeeld (19), evenals met GD (1), werden al onze longitudinale analyses aangepast aan de hand van de continue scores van de alcohol-, tabaks- en cannabisgebruiksschalen bij golf 1 om het effect te controleren van het gelijktijdig optreden van SUD met GD of ADHD bij golf 1 op GD en / of ADHD bij golf 3. Omdat onze interesse in deze analyses lag in het longitudinale effect van GD en ADHD, werden de longitudinale analyses niet gecorrigeerd voor SUD bij golf 3. Ook kunnen SUD's bij golf 3 gedeeltelijk een gevolg zijn van GD en ADHD bij golf 1, en aanpassing voor hen kan daarom een ​​deel van het werkelijke effect van GA of ADHD in golf 1 op GD en ADHD in golf 3 verwijderen. Ontbrekende waarden op deze SUD-schalen werden toegerekend voor 264 gevallen in golf 1 en 49 gevallen in golf 3, met behulp van meerdere imputaties in MPLUS 8.0 in een Bayesiaans raamwerk, waarbij 20 geïmputeerde datasets worden gemaakt met behulp van de SUD-schalen en metingen worden gebruikt voor de drie stoffen in alle drie de golven plus leeftijd en taal. Over het algemeen was de impact van SUD's op de associaties tussen GD en ADHD klein, en daarom tonen we alleen analyses aangepast door SUD's in de tabellen en figuren.

Resultaten

Cross-Sectional Associations

tafel 1 toont beschrijvende resultaten en prevalentiecijfers van GD, ADHD en SUDs. Prevalentie van GD afgenomen van 8.8% in golf 1 naar 6.3% in golf 3 [McNemar-test χ2 (1)

= 29.81; p <0.001]. De prevalentie van ADHD nam toe van 5.7% in golf 1 naar 7.6% in golf 3 [McNemar-test χ2 (1)

= 18.68; p <0.001]. Dwarsdoorsnede kwam ADHD vaker voor bij deelnemers met GD dan zonder GD, in beide golven, met een Odds Ratio (OR) van 3.21 [2.39, 4.32] voor golf 1 en 2.56 [1.86, 3.52] voor golf 3. SUD's waren niet significant geassocieerd met GD in wave 1, maar SUD's kwamen significant vaker voor bij deelnemers met GD dan zonder GD in wave 3. Dienovereenkomstig veranderde correctie voor SUD's slechts marginaal de associatie tussen ADHD en GD in wave 1, maar verminderde deze associatie in wave 3 (van OR = 2.56 tot OR = 2.08). De gemiddelde scores van elk van de zes ADHD-items waren hoger bij deelnemers met GD bij wave 1 en 3, hoewel dit niet significant hoger was voor het tweede item van de ADHD-subschaal hyperactiviteit ('aangedreven door een motor'; tabel 2). Zowel de subscale scores voor onoplettendheid als voor de hyperactiviteit waren in de 1- en 3-dwarsdoorsneden in dwarsdoorsnede geassocieerd met GD, maar de verschillen tussen deelnemers met en zonder GD waren meer uitgesproken voor de subschaal onoplettendheid (zie tabel). 2). Wanneer beide subschalen werden ingevoerd in een regressiemodel met GD als uitkomst, was alleen onoplettendheid significant geassocieerd met GD (tabel 2) in beide golven.

TABEL 1

Tabel 1. Voorbeeldstatistieken en cross-sectionele associaties tussen gokverslaving en ADHD.

TABEL 2

Tabel 2. Verschillen in middelen van individuele ADHD-items en ADHD-subschalen tussen deelnemers met en zonder gamediscriminatie.

Longitudinale associaties

Deelnemers met GD bij wave 1 hadden meer kans om ADHD te vertonen bij wave 3, en deelnemers met ADHD bij wave 1 hadden meer kans GD te vertonen bij wave 3 (tabel 3). Deze associaties werden getest met behulp van een ARCL-model (Figuur 1), waaruit bleek dat GD en ADHD significante bidirectionele longitudinale associaties hadden, zelfs als we auto-correlatie van dezelfde maat in de tijd en correlatie tussen GD en ADHD op hetzelfde tijdstip bekeken. De coëfficiënt voor ADHD bij golf 1 op GD bij golf 3 was vergelijkbaar (gestandaardiseerde probit = 0.066 [0.023, 0.109]; p = 0.003; corresponderend met een OF van 1.72) met de coëfficiënt voor GD bij golf 1 op ADHD bij golf 3 (gestandaardiseerde probit = 0.058 [0.013, 0.102]; p = 0.011; komt overeen met een OF van 1.47). Aanpassingen voor SUD hadden slechts een kleine invloed op de cross-lagged paden (coëfficiënten niet gecorrigeerd voor SUD waren 0.078 en 0.057, resultaten niet getoond).

TABEL 3

Tabel 3. Prevalentie en scores van gamingsyndroom en ADHD in wave 3 als een functie van gamedemocratie en ADHD-status bij wave 1.

FIGUUR 1

Figuur 1. Autoregressief cross-lagged-model tussen binaire maatregelen voor gokverslaving en ADHD. Alle getoonde paden zijn significant in de p <.05 niveau. WLSMV was de gebruikte schatter. Coëfficiënten zijn gestandaardiseerde probit. Gecorrigeerd voor stoornissen in leeftijd, taal en middelengebruik bij golf 1. ADHD, Attention Deficit Hyperactivity Disorder.

Met betrekking tot longitudinale associaties tussen ADHD subscale scores en GD-score, vertoonden de ARCL inclusief de GD-score en de ADHD-subschattingen onoplettendheid en hyperactiviteit alleen significant (met name bidirectioneel; zie figuur 2) associaties tussen GD-score en de subschaal ADHD-onoplettendheid (gestandaardiseerde bèta van onoplettendheid op 20- naar GD-score op 25-leeftijd: 0.090 [0.056, 0.124]; p <0.001; van GD-score op 20-jarige leeftijd tot onoplettendheid op 25-jarige leeftijd: 0.044 [0.016, 0.071]; p = 0.002). De subschaal ADHD hyperactiviteit vertoonde geen significante longitudinale associaties met de GD-score (gestandaardiseerde bèta van hyperactiviteit op 20- naar GD-score op 25-leeftijd: -0.025 [-0.054, 0.005]; p = 0.102; van GD-score op 20-leeftijd naar hyperactiviteit op 25-leeftijd: 0.004 [-0.023, 0.031]; p = 0.755).

FIGUUR 2

Figuur 2. Autoregressief cross-lagged model tussen continue metingen van gokverslaving en de subschalen van onoplettendheid en hyperactiviteit van ADHD. GD, gokverslaving; Inatt, onoplettendheid; Hyper, hyperactiviteit. Alleen significant (p <.05) coëfficiënten worden weergegeven. Paden in grijs werden geschat, maar waren niet significant. MLR was de gebruikte schatter. Coëfficiënten zijn gestandaardiseerde bèta. Gecorrigeerd voor stoornissen in leeftijd, taal en middelengebruik bij wave 1.

Resultaten in deelnemers met comorbide GD en ADHD

Zoals weergegeven in de tabel 3was de prevalentie van GD in wave 3 het hoogst bij deelnemers met GD en ADHD in wave 1 (32.3%), gevolgd door degenen met GD alleen in wave 1 (20.4%) en daarna degenen met ADHD alleen in wave 1 (8.0%) . Deze lieten GD nog steeds iets vaker zien dan deelnemers zonder GD of ADHD bij wave 1 (4.6%). Aldus werd het hebben van ADHD alleen in golf 1 geassocieerd met hogere GD-percentages in golf 3 vergeleken met deelnemers zonder GD of ADHD bij golf 1 [niet-gecorrigeerde OR = 1.81 [1.10, 3.00]; na correctie voor leeftijd, taal en SUD's lag de coëfficiënt (OR = 1.60 [0.95, 2.69]) net onder het significantieniveau]. Bovendien was de kans groter dat GD in golf 1 in golf 3 bleef bestaan ​​onder deelnemers met ADHD en GD in golf 1 dan onder deelnemers met GD alleen in golf 1 (de niet-gecorrigeerde coëfficiënt was echter 1.87 [1.05; 3.32], na correctie voor leeftijd , taal en SUD's was de resulterende coëfficiënt net onder de significantie: OR = 1.73 [0.96, 3.12]). Aan de andere kant, hoewel GD in wave 1 geassocieerd was met nieuwe aanvang van ADHD in wave 3 (9.1% vergeleken met 5.7% in de referentiegroep: OR = 1.63 [1.12, 2.36]), was ADHD niet persistent in wave 3 onder deelnemers met GD en ADHD bij golf 1 (33.8%) vergeleken met deelnemers met ADHD alleen bij golf 1 (35.1%; aangepaste OR = 0.92 [0.51, 1.66]). Ten slotte kwam de combinatie van ADHD en GD in wave 3 het meest voor (10.8%) onder deelnemers die al ADHD en GD hadden in wave 1, maar de persistentie van deze combinatie (10.8%) was niet erg hoog.

De deelnemers met een combinatie van GD en ADHD bij wave 1 hadden de slechtste scores voor alle andere gemeten uitkomsten (tabel 4): hoogste scores op ernstige depressie, laagste scores op geestelijke gezondheid en tevredenheid met het leven, en de hoogste frequentie van slechte prestaties op het werk of op school. Deelnemers met ADHD alleen bij wave 1 hadden enigszins betere resultaten dan degenen met GD en ADHD bij wave 1; deelnemers met GD alleen bij golf 1 waren beter (hoewel niet alle coëfficiënten significant waren) en degenen met noch GD noch ADHD bij golf 1 hadden de meest positieve andere uitkomsten.

TABEL 4

Tabel 4. Scores voor ernstige depressie, geestelijke gezondheid, tevredenheid over het leven en slechte prestaties op het werk / school als een functie van gokverslaving en ADHD-status bij golf 1.

Discussie

Deze studie had als doel de associatie tussen (GD) en aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit (ADHD) in een longitudinale steekproef van jonge Zwitserse mannen opnieuw te onderzoeken. Op beide meetpunten was GD aanzienlijk frequenter (OR-golf 1: 3.21 [2.39, 4.32]; OF golf 3: 2.56 [1.86, 3.52]) onder deelnemers met ADHD dan bij degenen zonder ADHD. Evenzo was ADHD frequenter onder deelnemers met GD dan degenen zonder GD. Deze bevindingen komen goed overeen met bestaande studies die cross-sectionele associaties tussen GD en ADHD laten zien (8). Belangrijk is dat ons onderzoek ook longitudinale associaties in beide richtingen identificeerde: ADHD op 20-leeftijd verhoogde het risico op GD op 25-leeftijd en GD op 20-leeftijd verhoogde het risico op ADHD op 25-leeftijd. Tot nu toe hebben slechts enkele studies longitudinale associaties onderzocht (8) tussen ADHD en GD, en, tot de beste kennis van de auteurs, toonde geen studie nog bidirectionele associaties tussen ADHD en GD.

Verschillende theorieën zijn voorgesteld met betrekking tot de mechanismen die ten grondslag liggen aan associaties tussen ADHD en gamen. Met name kan gamen personen met ADHD optimaal stimuleren door een opwindende activiteit te bieden met onmiddellijke beloningen: het kan daarom een ​​manier zijn om met de symptomen van ADHD om te gaan. Omdat gaming echter precies biedt wat mensen met ADHD misschien verkiezen, kan frequente blootstelling aan zo'n krachtige stimulus op zijn beurt de ADHD-symptomen versterken (29) en leiden tot minder interesse in andere belangrijke activiteiten zoals werk of school. Gamen kan ook een aanzienlijk deel van de dag van een persoon in beslag nemen, waardoor de tijd die wordt besteed aan andere activiteiten die mogelijk minder problematisch zijn voor, of zelfs een positieve invloed hebben op, het beloop van ADHD (27, 31). Deze effecten van de blootstelling aan videogames kunnen zelfs worden versterkt in combinatie met de disfunctionele symptomen van GD, zoals preoccupatie of obsessie met gamen of zelfs ontwenningsverschijnselen als ze niet kunnen spelen. Het is echter belangrijk op te merken dat geen van deze mogelijke verklaringen voor de associatie tussen GD en ADHD tot dusver met voldoende bewijs is gestaafd, er is duidelijk meer onderzoek nodig met betrekking tot het mechanisme dat GD en ADHD met elkaar verbindt.

Onoplettendheid versus hyperactiviteit

Een verdere bevinding was dat de subschalen van onoplettendheid en hyperactiviteit van ADHD ook significante cross-sectionele associaties met GD vertoonden. Als ze echter gezamenlijk in een regressiemodel werden ingevoerd, bleef alleen onoplettendheid belangrijk, wat aangeeft dat de koppeling tussen ADHD en GD voornamelijk kan worden verklaard door deze variabele. Evenzo toonde het ARCL-model met behulp van zowel de continue ADHD-subschalen als de GD-score aan dat het verband tussen ADHD en GD (in beide richtingen) werd gedomineerd door de onoplettendheid-subschaal, waarbij longitudinale associaties voor de hyperactiviteitssubschaal niet-significant waren (en zelfs enigszins negatief). Deze bevinding komt overeen met die uit een eerdere cross-sectionall studie (26) van 205-volwassenen, die vonden dat de subscale hyperactiviteit niet significant was gekoppeld aan GD. Panagiotidi (26) suggereerde dat een mogelijke verklaring voor de link tussen de subschaal ADHD en onoplettendheid bij GD was dat gaming de visuele aandacht verbeterde en daarom zouden personen met ADHD gamen als een vorm van zelfmedicatie kunnen gebruiken om de stoornissen onder hun aandacht te brengen. Aan de andere kant, een onderzoek naar jonge kinderen (27) ontdekte dat de subscale hyperactiviteit sterker geassocieerd was met GD bij jongens, terwijl de onoplettendheid van de subschaal sterker geassocieerd was met GD bij meisjes. Het feit dat deze steekproef veel jonger was (gemiddelde leeftijd 5.8 jaren) en de vragenlijsten daarom werden ingevuld door hun ouders, maakt deze resultaten moeilijk te vergelijken met de onze. Lopez et al. (48) rapporteerden ook dat problemen met het verspillen van drugs, die sommige mechanismen met gedragsverslavingen kunnen delen, vaker voorkomen bij personen met het gecombineerde subtype onoplettendheid en hyperactiviteit dan bij degenen met het overwegend onoplettende subtype. Er is zeker meer onderzoek nodig naar de associatie van ADHD-componenten met GD.

Resultaten van deelnemers met GD en ADHD

De huidige studie testte of personen met GD en ADHD op 20-leeftijd slechter uitkwamen op 25-leeftijd dan personen met alleen GD of alleen ADHD. Onze resultaten geven aan dat GD mogelijk persistenter was (dat wil zeggen aanwezig in 1- en 3-golven) bij personen die op 20 ook ADHD hadden dan bij mensen met alleen GD op 20-leeftijd, maar de coëfficiënt in onze studie was net onder de significantie. na correctie voor SUD, wat aangeeft dat andere factoren naast ADHD ook de persistentie van GD kunnen beïnvloeden. Dit is in overeenstemming met soortgelijke gegevens uit het gebied van SUDs die aantonen dat ADHD een negatief effect kan hebben op de kuren van die stoornissen, dwz personen met ADHD kunnen gemakkelijker verslaafd raken en hebben lagere remissiepercentages (15). De huidige studie suggereert dat dit niet alleen het geval kan zijn voor SUD's, maar ook voor uitkomsten zoals GD. ADHD was echter niet persistenter bij deelnemers met comorbide GD en ADHD op 20-leeftijd dan bij deelnemers met ADHD alleen op 20-leeftijd. Dit geeft aan dat GD het beloop van al bestaande ADHD niet negatief kan beïnvloeden.

Op 25-leeftijd hadden deelnemers met zowel ADHD als GD op 20-leeftijd de slechtste resultaten op alle andere gemeten schalen: SF-12 scores op het gebied van geestelijke gezondheid, depressies, levens tevredenheid en slechte prestaties op het werk of op school. Deelnemers die op de leeftijd van 20 alleen ADHD hadden, hadden de slechtste resultaten. Deelnemers met alleen GD op 20-leeftijd hadden iets betere resultaten op 25-leeftijd dan die met alleen ADHD op 20-leeftijd. Deelnemers die op leeftijd 20 noch ADHD noch GD hadden, hadden de beste andere uitkomsten. De verschillen in andere uitkomsten tussen deelnemers met GD en ADHD op 20-leeftijd en die met alleen ADHD waren echter relatief klein en alleen significant voor depressiesuccessen. Er waren echter relatief weinig gevallen met zowel GD als ADHD bij wave 1.

Niettemin leveren onze resultaten bewijs dat personen met GD en ADHD mogelijk slechtere resultaten hebben dan personen die alleen GD hebben of die alleen ADHD hebben. Ze suggereren ook dat GD meer is dan alleen een symptoom of correlaat van ADHD, omdat het wordt geassocieerd met slechtere resultaten, zelfs bij personen met ADHD. GD moet daarom worden beschouwd als een potentieel ernstige aandoening en personen met comorbide ADHD en GD kunnen speciale aandacht vereisen.

Beperkingen

Onze steekproef bestond alleen uit jonge Zwitserse mannen met een beperkte leeftijdscategorie. Het is dus mogelijk dat onze resultaten niet generaliseerbaar zijn naar andere populaties. Hoewel de coëfficiënten voor longitudinale associaties tussen GD en ADHD significant waren, waren ze over het algemeen relatief klein. Ze bleven echter relatief ongewijzigd, zelfs wanneer ze werden gecorrigeerd voor mogelijk verstorende variabelen zoals SUD's. Het instrument dat werd gebruikt voor het meten van GD verschilde enigszins tussen golven 1 en 3, aangezien de Game Addiction Scale werd uitgebreid in golven 1 en 2 om ook internetverslaving te beoordelen. Dit werd gedeeltelijk gecorrigeerd door de score van het instrument op 0 te zetten voor deelnemers die minder dan wekelijks videogames speelden. Over het algemeen waren kleine verschillen in prevalentiecijfers in de verwachte richting (lagere prevalentie met toenemende leeftijd), en consistente resultaten gaven aan dat de impact van de verschillen in bewoordingen tussen de instrumenten klein was. Om redenen van ruimte gebruikten we de korte screener-versie met zes items van de Adult ADHD Self-Report Scale, bestaande uit slechts vier items voor onoplettendheid en twee voor hyperactiviteit. Verder onderzoek met langere ADHD-schalen, waardoor een betere differentiatie van subtypes mogelijk is, is zeker nodig.

Conclusie

De huidige studie voegt aan bestaand bewijsmateriaal toe dat GD kan worden geassocieerd met ernstige negatieve uitkomsten voor de geestelijke gezondheid door bewijs te leveren dat GD en volwassen ADHD bidirectionele longitudinale associaties hebben, dat wil zeggen, elk verhoogt het risico van de andere. Dit suggereert ook de mogelijkheid dat de twee stoornissen elkaar kunnen versterken, dat wil zeggen een vicieuze cirkel veroorzaken (49): vroege ADHD kan de ontwikkeling van GD vergemakkelijken, wat op zijn beurt na verloop van tijd ADHD kan verergeren, wat opnieuw GD kan verergeren. Bovendien toonden we aan dat deze bidirectionele associaties meer het gevolg waren van de onoplettendheid-subschaal van ADHD dan van de subscale hyperactiviteit, die niet onafhankelijk geassocieerd was met GD. Jongeren met GD en ADHD hebben mogelijk een slechtere uitkomst dan personen met slechts één van de twee stoornissen, en daarom is er mogelijk speciale aandacht voor nodig. Dienovereenkomstig moeten mensen met ADHD of GD worden gescreend op de andere stoornis. Effectieve behandelingen voor ADHD kunnen het ontstaan ​​van GD voorkomen (49), bijvoorbeeld geïntegreerde cognitieve gedragstherapie zoals gebruikt in de behandeling van ADHD en comorbide SUD's (50). Preventieve maatregelen om een ​​gepast gebruik van computerspellen door personen met aanwezige ADHD te bevorderen, kunnen nuttig zijn. Personen met een onoplettend ADHD-subtype hebben mogelijk speciale aandacht nodig met betrekking tot hun spelactiviteiten.

Bijdragen van auteurs

SM analyseerde de gegevens en schreef de paper. GG en JS hebben de studie ontworpen. GG, JS en VG geassisteerde data-analyse en commentaar op eerdere versies van het manuscript.

Financiering

Deze studie werd gefinancierd door de Zwitserse National Science Foundation (FN 33CSC0-122679, FN 33CS30-139467 en FN 33CS30_148493).

Belangenconflict verklaring

De auteurs verklaren dat het onderzoek is uitgevoerd in afwezigheid van commerciële of financiële relaties die kunnen worden beschouwd als een potentieel belangenconflict.

Referenties

  1. Van Rooij AJ, Kuss DJ, Griffiths MD, Shorter GW, Schoenmakers TM, Van De Mheen D. Het (co-) optreden van problematisch videogameconsumptie, middelengebruik en psychosociale problemen bij adolescenten. J Behav Addict. (2014) 3: 157-65. doi: 10.1556 / JBA.3.2014.013

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Griffiths MD, Király O, Pontes HM, Demetrovics Z. Een overzicht van problematisch gamen. In: Aboujaoude E, Starcevic V, redacteuren. Geestelijke gezondheid in het digitale tijdperk: ernstige gevaren, grote belofte. New York, NY: Oxford University Press (2015). p. 27-45.

Google Scholar

  1. Müller K, Janikian M, Dreier M, Wölfling K, Beutel M, Tzavara C, et al. Regelmatig spelgedrag en internet-gokverslaving bij Europese adolescenten: resultaten van een internationaal representatief onderzoek naar de prevalentie, voorspellers en psychopathologische correlaten. Eur Child Adolesc Psychiatry (2015) 24:565–74. doi: 10.1007/s00787-014-0611-2

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Mihara S, Higuchi S. Cross-sectionele en longitudinale epidemiologische studies van internationale internetproblematiek: een systematische review van de literatuur. Psychiatry Clin Neurosci. (2017) 71: 425-44. doi: 10.1111 / pcn.12532

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Saunders JB, Hao W, Long J, King DL, Mann K, Fauth-Bühler M, et al. Gaming disorder: de afbakening ervan als een belangrijke voorwaarde voor diagnose, management en preventie. J Behav Addict. (2017) 6: 271-9. doi: 10.1556 / 2006.6.2017.039

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Andreassen CS, Billieux J, Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z, Mazzoni E, et al. De relatie tussen verslavend gebruik van sociale media en videogames en symptomen van psychiatrische stoornissen: een grootschalige cross-sectionele studie. Psychol Addict Behav. (2016) 30: 252-62. doi: 10.1037 / adb0000160

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. Ontwikkeling en validatie van een schaalverslaving voor adolescenten. Media Psychol. (2009) 12: 77-95. doi: 10.1080 / 15213260802669458

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. González-Bueso V, Santamaría JJ, Fernández D, Merino L, Montero E, Ribas J. Associatie tussen internetgaming-stoornis of pathologisch gebruik van videogames en comorbide psychopathologie: een uitgebreide beoordeling. Int J Environ Res Public Health. (2018) 15: E668. doi: 10.3390 / ijerph15040668

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Marmet S, Studer J, Rougemont-Bücking A, Gmel G. Latente profielen van familieachtergrond, persoonlijkheids- en mentale gezondheidsfactoren en hun associatie met gedragsverslavingen en verslavingsproblemen bij jonge Zwitserse mannen. Eur Psychiatry (2018) 52: 76-84. doi: 10.1016 / j.eurpsy.2018.04.003

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Kardefelt-Winther D, Heeren A, Schimmenti A, van Rooij A, Maurage P, Carras M, et al. Hoe kunnen we gedragsverslaving conceptualiseren zonder algemeen gedrag te pathologiseren? Addiction (2017) 112: 1709-15. doi: 10.1111 / add.13763

CrossRef Volledige tekst

  1. Griffiths MD, Van Rooij AJ, Kardefelt-Winther D, Starcevic V, Király O, Pallesen S, et al. Werken aan een internationale consensus over criteria voor het beoordelen van internetgame-stoornis: een kritisch commentaar op Petry et al. (2014). Addiction (2016) 111: 167-75. doi: 10.1111 / add.13057

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Aarseth E, Bean AM, Boonen H, Colder Carras M, Coulson M, Das D, et al. Open debatdocument van wetenschappers over het voorstel van de Wereldgezondheidsorganisatie ICD-11 Gaming Disorder. J Behav Addict. (2017) 6: 267-70. doi: 10.1556 / 2006.5.2016.088

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. American Psychiatric Association. Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders. 5th ed. Washington, DC: Author: American Psychiatric Publishing (2013).

Google Scholar

  1. Wereldgezondheidsorganisatie. Gaming Disorder Q&A 2018 Online beschikbaar op: http://www.who.int/features/qa/gaming-disorder/en/
  2. Ginsberg Y, Quintero J, Anand E, Casillas M, Upadhyaya HP. Underdiagnosis of attention-deficit / hyperactivity disorder bij volwassen patiënten: een overzicht van de literatuur. Prim Care Companion CNS Disord. (2014) 16:PCC.13r01600. doi: 10.4088/PCC.13r01600

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Estevez N, Eich-Hochli D, Dey M, Gmel G, Studer J, Mohler-Kuo M. Prevalentie van en geassocieerde factoren voor volwassen aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit bij jonge Zwitserse mannen. PLoS ONE (2014) 9: e89298. doi: 10.1371 / journal.pone.0089298

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Barkley R, Biederman J, Conners CK, Demler O, et al. De prevalentie en correlaten van volwassen ADHD in de Verenigde Staten: resultaten van de Nationale Comorbiditeit Survey Replicatie. Am J Psychiatry (2006) 163: 716-23. doi: 10.1176 / ajp.2006.163.4.716

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Miller TW, Nigg JT, Faraone SV. As I en II comorbiditeit bij volwassenen met ADHD. J Abnorm Psychol. (2007) 116:519–28. doi: 10.1037/0021-843X.116.3.519

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Fayyad J, De Graaf R, Kessler R, Alonso J, Angermeyer M, Demyttenaere K, et al. Cross-nationale prevalentie en correlaten van volwassen attention-deficit hyperactivity disorder. Br J Psychiatry (2007) 190: 402-9. doi: 10.1192 / bjp.bp.106.034389

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Kolla NJ, van der Maas M, Toplak ME, Erickson PG, Mann RE, Seeley J, et al. Volwassen aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit, symptoomprofielen en gelijktijdige problemen met alcohol en cannabis: geslachtsverschillen bij een vertegenwoordiger, bevolkingsonderzoek. BMC Psychiatry (2016) 16:50. doi: 10.1186/s12888-016-0746-4

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Gudjonsson GH, Sigurdsson JF, Smari J, Young S. De relatie tussen tevredenheid met het leven, ADHD-symptomen en daarmee samenhangende problemen bij universiteitsstudenten. J Atten Disord. (2009) 12: 507-15. doi: 10.1177 / 1087054708323018

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Starcevic V, Khazaal Y. Relaties tussen gedragsverslavingen en psychiatrische stoornissen: wat is bekend en wat moet er nog worden geleerd? Voorzijde Psychiatrie (2017) 8: 53. doi: 10.3389 / fpsyt.2017.00053

CrossRef Volledige tekst

  1. Gentile DA, Choo H, Liau A, Sim T, Li D, Fung D, et al. Pathologisch gebruik van videogames onder jongeren: een longitudinaal onderzoek van twee jaar. Kindergeneeskunde (2011) 127:e319–29. doi: 10.1542/peds.2010-1353

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Wartberg L, Kriston L, Zieglmeier M, Lincoln T, Kammerl R. Een longitudinaal onderzoek naar psychosociale oorzaken en gevolgen van internetgokverslaving tijdens de adolescentie. Psychol Med. (2018). doi: 10.1017 / S003329171800082X. [E-publicatie voorafgaand aan druk].

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Peeters M, Koning I, van den Eijnden R. Voorspellen van internet-gamingsymptomen bij jonge adolescenten: een eenjarige vervolgstudie. Comput Hum Behav. (2018) 80: 255-61. doi: 10.1016 / j.chb.2017.11.008

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Panagiotidi M. Problematisch spel en ADHD-kenmerken bij volwassen volwassenen. Cyberpsychol Behav Soc Netw. (2017) 20: 292-5. doi: 10.1089 / cyber.2016.0676

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Paulus FW, Sinzig J, Mayer H, Weber M, von Gontard A. Computergamingstoornis en ADHD bij jonge kinderen - een bevolkingsonderzoek. Int J Ment Health Addict. (2017) 16:1193–207. doi: 10.1007/s11469-017-9841-0

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Park JH, Lee YS, Sohn JH, Han DH. Effectiviteit van atomoxetine en methylfenidaat voor problematisch online gamen bij adolescenten met Attention Deficit Hyperactivity Disorder. Hum Psychopharmacol. (2016) 31: 427-32. doi: 10.1002 / hup.2559

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Weiss MD, Baer S, Allan BA, Saran K, Schibuk H. De schermencultuur: impact op ADHD. Atten Defic Hyperact Disord. (2011) 3:327–34. doi: 10.1007/s12402-011-0065-z

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Swing EL, Gentile DA, Anderson CA, Walsh DA. Televisie- en videogameblootstelling en de ontwikkeling van aandachtsproblemen. Kindergeneeskunde (2010) 126:214–21. doi: 10.1542/peds.2009-1508

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Gentile DA, Swing EL, Lim CG, Khoo A. Videospelletjespel, aandachtsproblemen en impulsiviteit: aanwijzingen voor tweerichtingsoorzaken. Psychol Pop Media Cult. (2012) 1: 62-70. doi: 10.1037 / a0026969

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Gmel G, Akre C, Astudillo M, Bähler C, Baggio S, Bertholet N, et al. De Zwitserse cohortstudie naar risicofactoren voor middelengebruik - bevindingen van twee golven. Sucht (2015) 61:251–62. doi: 10.1024/0939-5911.a000380

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Studer J, Baggio S, Mohler-Kuo M, Dermota P, Gaume J, Bertholet N, et al. Onderzoek naar non-responsbias in onderzoek naar middelengebruik: zijn late respondenten proxy's voor niet-respondenten? Drug Alcohol Depend. (2013) 132: 316-23. doi: 10.1016 / j.drugalcdep.2013.02.029

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Kessler RC, Adler L, Ames M, Demler O, Faraone S, Hiripi E, et al. De ADHD zelfrapportage schaal (ASRS) voor volwassenen van de Wereldgezondheidsorganisatie: een korte screening schaal voor gebruik in de algemene populatie. Psychol Med. (2005) 35: 245-56. doi: 10.1017 / S0033291704002892

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. American Psychiatric Association. Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders. 4th ed. Washington, DC: American Psychiatric Association (1994).

Google Scholar

  1. Grant BF, Dawson DA, Stinson FS, Chou PS, Kay W, Pickering R. The Alcohol Use Disorder and Associated Disabilities Interview Schedule-IV (AUDADIS-IV): betrouwbaarheid van alcoholgebruik, tabakgebruik, familiegeschiedenis van depressie en psychiatrische diagnostiek modules in een algemene populatiemonster. Drug Alcohol Depend. (2003) 71:7–16. doi: 10.1016/S0376-8716(03)00070-X

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Knight JR, Wechsler H, Kuo M, Seibring M, Weitzman ER, Schuckit MA. Alcoholmisbruik en -afhankelijkheid onder Amerikaanse studenten. J Stud Alcohol (2002) 63: 263-70. doi: 10.15288 / jsa.2002.63.263

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Annaheim B, Scotto TJ, Gmel G. Herziening van de cannabisgebruiksstoornissenidentificatietest (CUDIT) aan de hand van Item Response Theory. Int J-methoden Psychiatr Res. (2010) 19: 142-55. doi: 10.1002 / mpr.308

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Adamson SJ, Sellman JD. Een prototype screeninginstrument voor cannabisgebruiksstoornis: de Cannabis Use Disorders Identification Test (CUDIT) in een alcoholafhankelijk klinisch monster. Drug Alcohol Rev. (2003) 22: 309-15. doi: 10.1080 / 0959523031000154454

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Heatherton TF, Kozlowski LT, Frecker RC, Fagerstrom KO. De Fagerström-test voor nicotineafhankelijkheid: een herziening van de Fagerstrom tolerantievragenlijst. Br J Addict. (1991) 86:1119–27. doi: 10.1111/j.1360-0443.1991.tb01879.x

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Bech P, Rasmussen NA, Olsen LR, Noerholm V, Abildgaard W. De gevoeligheid en specificiteit van de Major Depression Inventory, waarbij het huidige staatsexamen als index voor diagnostische validiteit wordt gebruikt. J Affect Disord. (2001) 66:159–64. doi: 10.1016/S0165-0327(00)00309-8

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Ware JE, Kosinski M, Keller SD. Hoe de SF-12 te berekenen Fysieke en mentale gezondheid Samenvatting Schalen. 2nd ed. Boston, MA: The Health Institute, New England Medical Center (1995).
  2. Diener E, Emmons RA, Larsen RJ, Griffin S. De tevredenheid over de levensschaal. J Pers beoordelen. (1985) 49: 71-5. doi: 10.1207 / s15327752jpa4901_13

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Hibell B, Guttormsson U, Ahlström S, Balakireva O, Bjarnason T, Kokkevi A, et al. Het 2011 ESPAD-rapport: stofgebruik onder studenten in 36 Europese landen: ESPAD (2012).
  2. Muthen LK, Muthen BO. Mplus versie 8 gebruikershandleiding. Muthen & Muthen; Los Angeles, CA 2017.
  3. Selig JP, Little TD. Autoregressieve en cross-lagged panelanalyse voor longitudinale gegevens. In: Laursen B, Little TD, Card NA, editors. Handboek van ontwikkelingsonderzoeksmethoden. New York, NY: Guilford Press (2012). p. 265-78.

Google Scholar

  1. Muthén LK, Muthén B. Regressieanalyse, verkennende factoranalyse, bevestigende factoranalyse en structurele-vergelijkingsmodellering voor categorale, gecensureerde en telresultaten. Los Angeles: Mplus korte cursussen (onderwerp 2). (2009).

Google Scholar

  1. Lopez R, Dauvilliers Y, Jaussent I, Billieux J, Bayard S. Een multidimensionale benadering van impulsiviteit bij volwassen aandachtstekortstoornis met hyperactiviteit. Psychiatrie Res. (2015) 227: 290-5. doi: 10.1016 / j.psychres.2015.03.023

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. Yen JY, Liu TL, Wang PW, Chen CS, Yen CF, Ko CH. Verband tussen internetgaming en volwassen aandachtstekortstoornis en hyperactiviteitsstoornis en hun correlaten: impulsiviteit en vijandigheid. Addict Behav. (2017) 64: 308-13. doi: 10.1016 / j.addbeh.2016.04.024

PubMed Abstract | CrossRef Volledige tekst | Google Scholar

  1. van Emmerik-van Oortmerssen K, Vedel E, van den Brink W, Schoevers RA. Geïntegreerde cognitieve gedragstherapie voor patiënten met een drugsverslaving en comorbide ADHD: twee case-presentaties. Addict Behav. (2015) 45: 214-7. doi: 10.1016 / j.addbeh.2015.01.040

CrossRef Volledige tekst | Google Scholar